Notes

Voir, par exemple, Smith (2003) et Munnell et coll. (2007) pour des études concernant les États-Unis. La liste d’études canadiennes récentes utilisant diverses mesures du revenu comprend LaRochelle-Côté et coll. (2008), LaRochelle-Côté et coll. (2010), Ostrovsky et Schellenberg (2009), Brown et coll. (2010), Baldwin et coll. (2011) et Moore et coll. (2010).

Voir, par exemple, Banks et coll. (1998) et Bernheim et coll. (2001).

Épargne et richesse ont la même signification dans le présent document et sont utilisées de façon interchangeable.

Il convient de souligner que cette définition du caractère adéquat de l’épargne diffère de celle fondée sur les taux de pauvreté des personnes âgées. Un ménage qui vit dans la pauvreté pendant ses années actives et à la retraite peut être considéré comme ayant épargné adéquatement selon cette définition, si les utilités marginales de la consommation avant la retraite et après la retraite ne diffèrent pas beaucoup.

Au moyen d’un modèle portant sur deux périodes, Horner (2009) a examiné la question du caractère adéquat de l’épargne des ménages canadiens. Toutefois, il a utilisé des hypothèses simplifiées concernant les gains, la mortalité, la couverture des régimes de retraite, les impôts et les transferts, etc. On présume que le taux d’épargne est constant au cours de la période d’accumulation.

Selon l’Enquête sur la sécurité financière (ESF) de 2005, au Canada, les régimes de retraite privés représentent 19 % du total des actifs des ménages, suivis seulement par la résidence principale. Aux États-Unis, les régimes de retraite privés représentent entre 20 % et 40 % de l’épargne de retraite totale (Munnell et Perun, 2006; et Gustman et coll., 2010).

En raison d’une probabilité positive de décès à chaque période, l’emprunt sur les gains futurs n’est pas autorisé dans le modèle. MacGee et Zhou (2010) ont déterminé que l’effet de l’emprunt sur l’accumulation de la richesse est très faible lorsqu’il existe un risque de mortalité positif. L’héritage est aussi inclus dans le modèle repère. Toutefois, le motif du legs n’est pas considéré dans le modèle, étant donné que l’intérêt premier est l’épargne en vue de la retraite.

Comme dans Baker et coll. (2009), le premier adulte compte pour un, chaque adulte subséquent comptant pour 0,7, et chaque enfant de moins de 18 ans comptant pour 0,5.

Le RRQ, Régime de rentes du Québec, est le régime de retraite général du Québec et est presque identique au RPC.

Le coefficient d’aversion relative au risque de 2,0 se situe dans la fourchette de 1 à 3, qui est couramment utilisée dans les ouvrages publiés. Le taux réel de rendement de 4 % est aussi utilisé dans le 25^e Rapport actuariel du Régime de pension du Canada (Bureau du surintendant des institutions financières, 2009). Une analyse de sensibilité est effectuée à partir de ces paramètres et les résultats sont présentés dans la section 6.

Un échantillon aléatoire plus petit de 10 % de la banque DAL a servi à l’étalonnage.

La restriction concernant l’âge est conditionnelle à l’âge du déclarant d’impôt sur le revenu. Dans le cas des couples mariés ou vivant en union libre, l’âge du déclarant fiscal n’est pas nécessairement l’âge du mari. Cette restriction concernant l’âge peut entraîner la perte de ménages dans lesquels la femme est le seul déclarant, et la femme est âgée de 65 ans et plus, mais le mari à moins de 65 ans.

Parce que la banque DAL ne comprend pas de renseignements sur la scolarité, celle-ci ne peut pas servir de critère de regroupement. En outre, la présente étude ne modélise pas le mariage, le divorce, la fécondité ou l’offre de main-d’oeuvre. On suppose que les ménages de chaque catégorie prennent leurs décisions optimales comme s’ils appartenaient à la même catégorie pendant tout leur cycle de vie.

Pour tenir compte des changements pendant le cycle de vie dans l’activité sur le marché du travail, et du fait que les régressions de gains sont fondées uniquement sur les gains marchands observés, la présente étude corrige le profil âge-gains en multipliant les coefficients des régressions de gains par les taux d’activité sur le marché du travail chez les hommes canadiens pour la période de 1980 à 2005. Hendricks (2007) et MacGee et Zhou (2010) ont utilisé une correction similaire.

Pour simplifier, l’expression « personnes seules » est employée dans la suite du document au lieu de « personnes seules et parents seuls ».

Selon le calcul de l’équation (6).

Dans le modèle, toutefois, le processus de gains des ménages commence à l’âge de 22 ans, en 1962, et se poursuit jusqu’à l’âge de 65 ans, en 2005. Pour tenir compte de la croissance des gains avant 1982, la première année comprise dans la banque DAL, les gains moyens des ménages de 22 ans en 1982 sont déflatés selon un taux de croissance annuel de 1,5 % au cours de cette période, pour obtenir les gains moyens de la première période.

Les personnes à charge de 18 ans et plus qui n’ont pas de revenu sont traitées de la même façon que les personnes de moins de 18 ans. Si elles produisent une déclaration de revenus (ont un revenu), elles sont traitées comme des personnes seules (personnes hors famille).

Le RPC/RRQ et la SV / le SRG sont modélisés de façon explicite. L’a.-c./a.-e. sont exclus du système de transfert dans le modèle parce qu’elles dépendent de variables additionnelles, comme le nombre de semaines de travail et le nombre d’heures de travail, qui ne sont pas disponibles dans la banque DAL.

Voir Statistique Canada, 2000.

Le Quotidien, Statistique Canada, 25 mai 2010.

La couverture par un régime de retraite privé est déterministe dans ces études américaines.

Morissette et Ostrovsky (2006) ont fait de même pour produire une approximation de la couverture par un RPA.

Dans le cas d’un couple, le mari ou la femme, ou les deux, peuvent déclarer un rajustement de pension positif.

Le taux de couverture par un RPA dans la banque DAL pour les ménages de 55 à 57 ans est de 52 %.

À noter que certains régimes ne sont pas contributifs (c.-à-d. qu’ils ne nécessitent pas de cotisations des employés). Plus de 70 % des cotisants aux RPA avaient des régimes contributifs en 2000.

L’intégration du RPC/RRQ et des RPA n’est pas prise en compte dans le présent document. Les répercussions sont abordées dans la section 7.

Selon le document Régimes de pension au Canada (Statistique Canada, 2000), les périodes d’acquisition de droits de pension vont de deux à cinq ans. Une période d’acquisition de droits de pension plus courte que cinq ans devrait produire un taux de couverture par un RPA toute la vie durant plus élevé dans le modèle.

La principale raison de l’utilisation des gains corrigés est la réduction de l’état-espace. L’utilisation des gains moyens pour les cinq dernières années de travail ou des gains moyens pendant la carrière ajoutera une variable d’état additionnelle dans le modèle.

Un minimum de 10 ans de résidence au Canada, après avoir atteint l’âge de 18 ans, est requis pour toucher des prestations de la SV au Canada, et un minimum de 20 ans est requis pour toucher des prestations de la SV à l’extérieur du Canada.

Les prestations de survivant et les prestations aux enfants ne sont pas prises en compte dans le modèle repère.

La retraite d’un ménage dans l’ESF est définie selon le statut de retraite du principal soutien économique du ménage.

La robustesse des répercussions du modèle est vérifiée au moyen d’un échantillon beaucoup plus important, combinant à la fois l’ESF de 1999 et l’ESF de 2005, dans la section 6.

Les données utilisées pour définir le nombre de soutiens économiques de chaque ménage dans l’ESF de 2005 incluent le fait que les répondants ont travaillé à temps plein ou à temps partiel au cours de la dernière année, les gains des membres du ménage, le montant des prestations du RPC reçues et le statut au titre des RPA. Sept ménages de l’échantillon ne peuvent être identifiés à la fin et sont supprimés de l’échantillon.

Dans le cas des ménages qui ont reçu au moins un héritage, la majorité (plus de 70 %) n’en a reçu qu’un. Ainsi, le premier héritage est utilisé pour calculer l’âge auquel l’héritage est reçu. Toutefois, tous les héritages reçus (jusqu’à concurrence de cinq) servent à calculer le montant des héritages.

Le montant de l’héritage moyen des 10 % supérieurs de ces ménages est de 639 000 $ en dollars de 2005.

Il est pratique courante dans les ouvrages publiés de mettre l’accent sur l’épargne privée des ménages. Voir Engen et coll. (1999), Scholz et coll. (2006) et Gale et coll. (2009) pour des exemples.

Le total des actifs dans l’ESF comprend tous les actifs financiers (dépôts, actions, placements dans des fonds communs de placement, obligations, régimes enregistrés d’épargne-retraite [REER], comptes de retraite avec immobilisation des fonds, fonds enregistrés de revenu de retraite et RPA) et les actifs non financiers (résidence principale, autres biens immobiliers, véhicules et capitaux propres dans une entreprise). Le total des dettes comprend l’hypothèque à payer sur la résidence principale et les autres biens immobiliers, le solde impayé de ligne de crédit, le solde impayé de carte de crédit, le montant dû sur les emprunts remboursables par versements, les prêts étudiants, les prêts pour l’achat d’un véhicule et toutes autres dettes.

Les actifs de régimes de retraite généraux et privés sont exclus des actifs autres que de pension, mais les REER sont inclus.

La couverture par un RPA dans l’ESF est définie ainsi, le chef du ménage ou le conjoint (le cas échéant) est couvert par un RPA différé (offert par un employeur précédent), un RPA courant ou un RPA en cours de versement. Ainsi, elle représente la couverture par un RPA toute la vie durant, à la date de l’interview.

Les résultats détaillés selon la répartition des gains courants des ménages ne sont pas présentés ici, les gains courants n’étant pas suffisants pour rendre compte des gains toute la vie durant qui sont au centre de l’accumulation de la richesse. Il convient de souligner que les gains courants sont sujets à un biais de sélection, particulièrement autour de l’âge de la retraite. Cela signifie que les ménages plus riches peuvent se permettre de prendre leur retraite plus tôt. Les résultats sont disponibles sur demande.

La richesse médiane simulée est fondée sur les ménages de l’économie modèle ayant exactement le même âge, le même état matrimonial et la même couverture par un RPA que les ménages correspondants de l’échantillon de l’ESF.

Engen et coll. (1999) ont aussi déterminé que les ménages ayant des régimes de retraite privés semblent épargner beaucoup plus adéquatement que les ménages sans régime de retraite privé.

Scholz et coll. (2006) ont déterminé que le fait d’être seul, plutôt que les gains toute la vie durant, est l’unique facteur qui comporte une forte corrélation avec un déficit au chapitre de l’épargne.

Dans le modèle, les ménages épargnent uniquement pour la retraite et pour se protéger contre l’incertitude des gains, la couverture par un RPA et la durée de vie. Tous les autres motifs d’épargne possibles sont laissés de côté.

Ces chiffres se situent dans la fourchette de 1 à 3, qui est largement utilisée dans les ouvrages publiés.

La présente étude ne tient pas compte des risques de l’investissement ou des rendements stochastiques de l’investissement dans le modèle. Toutefois, l’ajout des risques de l’investissement dans le modèle, à condition que le taux de rendement attendu soit similaire et compte tenu du fait que les risques sont fortement non persistants, aurait des répercussions plus importantes sur la dispersion de la richesse dans le modèle que sur la richesse médiane.

En 2005, environ 77 % des titulaires de RPA étaient titulaires de régimes qui étaient intégrés au RPC/RRQ (tableau 280-0019 de CANSIM).

Le taux de remplacement du revenu des RPA dans le modèle repère est d’environ 52 %, en supposant au maximum 35 années de service ouvrant droit à pension et un taux annuel d’accumulation de pension de 1,5 %. En intégrant le RPC/RRQ, le taux de remplacement total du revenu se situe à environ 77 %, ce qui est légèrement supérieur aux 70 % souvent obtenus lorsque le RPA est intégré avec le RPC/RRQ. Par conséquent, les répercussions de la surestimation des prestations des RPA ne devraient pas être importantes.

MacGee et Zhou (2010) ont démontré qu’un modèle comprenant les régimes de retraite privés, mais sans inflation, génère un effet de compensation plus grand que celui observé dans les données.

Voir Statistique Canada, 2000.

Wolfson (2011) prétend aussi qu’une part importante des jeunes Canadiens qui ont des gains moyens peuvent, dans certaines circonstances, connaître une baisse d’au moins 25 % de leur niveau de vie lorsqu’ils prennent leur retraite.

L’Île-du-Prince-Édouard et Terre-Neuve-et-Labrador sont réunis dans la simulation en raison de leurs populations relativement petites.

La composition des ménages dans les provinces est examinée dans l’ESF de 2005. Elle varie, mais les différences ne sont pas importantes. Par conséquent, pour plus de simplicité, on présume la même composition dans toutes les provinces.

SHARCNET est un réseau informatique très performant qui regroupe 17 établissements universitaires en Ontario, au Canada.

Voir, par exemple, Hubbard et coll. (1995), Huggett (1996), Engen et coll. (1999), De Nardi (2004), et Cocco et coll. (2005) pour une comparaison.

Engen et coll. (1999) ont aussi déterminé que la consommation optimale est plus élevée pour les ménages ayant un régime de retraite privé que pour les ménages sans régime de retraite privé.